Файл: Коломников, В. П. Динамика объемов и продолжительности производства продукции.pdf

лишь правой частью:

и

е

,

i=/

С = о; d = о ; 3 = 2 ;

4, = h ^ S ~ S ^ Q ; '{= % ?; =1; § * £ ,

M i = Е Ъ ] / п ■

( 1 - °~ т) -

J=!

R o i - L x i j i i ! n

.

K i ~ Z x O 'tf/n ’

( l =C m ).

Ufi r Z-XcjXfjln>

(l= 1)т) f= i)tr>) *

i i = \ ! Z l x f j jn

,

{ i - o, m ).

I L =

\ J n / n - / / >

( L

S M . ~ 3 L / V n ,

( i = о 7 7 п ) •

10. Стандартная ошибка

стандартной ошибки:

s , „ . =

>

( i = Ф ) ■

11. Нестандартные частные коэффициенты регрессии,

начиная

со свободного члена

S ' - M o - T Z t o i . g M i ,

г и s a i , i ’=CBi

системы уравнений;

С

— обратная матрица

В

— вектор свободных

членов системы нормаль­

ных уравнений;

&о

- свободный член

регрессии.

12.

Стандартизованные

частные коэффициенты ре­

грессии:

члена [ 12] ж

= 7 ,,/ 7п ,

в o i, д =л v^ 7 >

где

Си

- диагональный элемент обратной матрицы;

мости. [ \ \ ] :

Фактор, для которого

значения t •

мало по

сравне­

нию с табличным, т.е.

«= t Tagfl ,

считается

с

вероят­

ностью ( I -Р табл ) статистически

незначимым

и под-'

сева факторов.

15.

Факториальная

дисперсия, т.е. та часть общей

дисперсии фактор-функции, которая объясняется влия­

нием ее зависимости

от

модельных фактор—факторов [ 12]:'

i=/

* J

d

16.

Факториальная

варианта

& х =

* £ /Л 7 .

Как видно,

отличается от

по сути

дела

лишь тем, что £

является абсолютным

показателем

меры 1уэиближения регрессии к первичным

2/ду

так

как s : -

s ,

-

S *

'о г

- относительным показа-

'2

''о

ос

телем того же самого.

19. Неуточненный коэффициент множественной кор­

реляции:

Я О >2 -

f c ) / £

20. Уточненный коэффициент множественной детер­

минации [ \ 2]

«

и

-

■

Если R04 ^ ® )

то

следует считать

Ro^ = 0 .

21. Стандартная ошибка неуточненного коэффициента

корреляции [ П ] :

________

Если найденная величина

^ ^ ^ та б л »

то с вероятно­

стью Р и при данных степенях свободы

можно

утверждать о наличии статистической связи между

фактор-фактором

и фактор-функцией, отображаемой

данной регрессионной кривой.

23.

Если^уЗ

то

далее

выдаются стандартные

ошибки расчетных значений

необходимые для

J

r YJ * K

i J

■

Сравнение.с табличными значениями происходит в

общем виде (без вычисления самой арифметической

величины J j

) по

=

К 3j ,

где

К

-

зада­

ваемое число

'р а з '

(не обязательно

целое).

Если

J,-

больше табличного значения, то

с

веро­

ятностью Р можно утверждать, что регрессионная_

кривая лежит

в доверительной

зоне

Q = {Q j} >( j = 1, п ) •

24 -35 . Если управляющий параметр

=1 ,

то далее

т - раз печатаются характеристики, по своему со­

держанию

соответствующие

характеристикам

1 1 - 2 2 .

характеристики 1 1 - 2 2 вычисляются по главной

модели,

включающей в себя все ГП

факторов, а вторые (т.е.

24-35) - по сокращенной

модели, содержащей

(ГЛ - 1)

чих

(/Я - 1 )-х

модельных

фактор-факторов [

1 2 ]

^ор-д

1 ~ ( 1

^ оч) / ( 1

^оtj)

'<(

Р

1f ^ ) i

где

R

°9

- определенный

по

Р

-й

сокращенной

мо дели “коэффициент множественной

детерминации (ин­

декс

£ исключает

Р

-й

фактор-фактор).

37.

Стандартная

ошибка

частного коэффициента

корреляции /"l 3 j :

38.

Расчетные величины фактор-функции:

л

т

_

у . - = 4 » ' 2 : 4 » . # 4 j ,

'

<■-'

л

39. Остаточные

величины i j

- У,oj ~<fj‘

40. Доля расчетной величины в первичной величине

“

* Г ! ; / * . / ,

и - Ь ” ) ■

44. Среднее

линейное* отклонение расчетных величин:

'W , - $ a 4

i j - " * ) / " ■

45. Дисперсия расчетных величин:

46. Среднее линейное значение абсолютных остаточ­

ных величин:

/ /ig / = Z a S ifijJ / n .

47. Среднее линейное, отклонение абсолютных вели-

чин:

( л и н )

i j -!М г lj/п.

48. Дисперсия остаточных

величин: